扶持政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度影響效果研究

內容摘要：本文以江西省98家綠色食品農業龍頭企業為樣本，運用回歸模型，實證分析扶持政策與農業龍頭企業綠色食品開發強度的關系。結果顯示，品牌補貼和生態基地補貼政策等專門性綠色產品扶持政策有利于提升綠色食品農業龍頭企業綠色化強度。但貸款貼息政策和稅收減免等通用性支持政策，不能提高其綠色化強度。進一步分析，農業龍頭企業綠色化強度與其綠色產品銷售收入占總農業收入的比重關系不顯著。農業龍頭企業綠色食品開發強度越高，其利潤越低。這些結果揭示了農業龍頭企業普遍存在“漂綠”行為，而這正是農業龍頭企業開發綠色食品的重要動機。

關鍵詞：扶持政策 農業龍頭企業 綠色食品開發強度 綠色食品開發動機

中圖分類號：F320 文獻標識碼：A

引言

我國是農業大國，國家“十二五”規劃報告中把“完善現代農業產業體系，發展高產、優質、高效、生態、安全農業”放在十分突出的位置，彰顯政府對綠色食品產業發展的重視。

1996-2013年間，我國認證綠色產品標志的企業數量每年以20.6%的速度增長，綠色食品品牌標志每年以25.3%的速度增長，實物產量每年以25.8%的速度增長，出口額以48.6%的速度增長，年銷售額以23%的速度增長，產地監測面積以18.4%的速度增長（王運浩，2014），我國綠色食品產業已經成功跨越產業形成期，處于成長期向成熟期過渡階段（韓陽，2010）。但我國綠色食品產業仍面臨著企業規模小、市場集中低等難題（王德章、李翠霞、杜會永，2011；宋國宇、王錦良、尚旭東，2011）。

筆者根據中國綠色食品統計年報資料（2006-2013），將綠色食品總規模除以企業數量，發現每個企業擁有的綠色食品品牌標志平均每年只以3.8%的速度增長，銷售額只以1.9%的速度增長，產地監測面積以1.8%的速度負增長。根據這些數據，筆者進一步測算出：綠色食品企業數量的擴張為產業快速成長提供80%的貢獻率，企業內部綠色化擴張帶來的貢獻率卻不足20%。由此可以推測：由于政策扶持的作用，農業龍頭企業對綠色食品認證較為積極，導致參與開發綠色食品的農業龍頭企業數量快速增長，而企業進入綠色食品行業之后，企業卻缺乏綠色化擴張的動力。兩種力量共同作用，導致綠色食品產業集中度偏低。劉呈慶（2010）發現農業龍頭企業往往采用“局部綠色化”策略。張明林（2011）指出，農業龍頭企業可能通過獲得綠色食品標志“漂綠”企業，進而促進企業其它農產品銷售，從而提高企業效益。但這些推測并未得到實證驗證，需要學術界進行實證分析，并剖析綠色食品農業龍頭企業不愿意綠色化擴張的根源。

國外相關研究中，st，K.，Shanahan，H C.（2010）指出，由于綠色食品供應鏈之間存在信息鴻溝，生產企業的綠色產品難以獲得順利銷售，從而降低了其擴張的積極性。Barr，S.，Ford，N. & Gilg，A.（2005）從消費者角度分析，如果綠色產品不能確保質量，將降低消費數量。Lockwood，D.（2008）認為，政府規制非常重要，但目前面臨著重要挑戰。Nakada，M.（2004）通過實證分析認為，當前許多國家環境政策并未促使綠色食品產業快速發展。

但總體上看，“扶持政策與農業企業綠色食品開發行為之間關系”的研究成果還不豐富。本文從微觀視角，實證研究“扶持政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度的影響效果”，并在此基礎上，進一步探索和揭示農業龍頭企業綠色食品開發行為動機，研究結論將為優化我國綠色食品扶持政策提供重要的理論依據。

數據來源與樣本描述

（一）數據來源

為了獲取扶持政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度影響的真實數據，本課題組于2014年2-5月深入到江西省下轄地區，選擇具有代表性的、獲得綠色食品標志5年以上的農業龍頭企業，通過對企業家進行座談與問卷調查，了解農業龍頭企業綠色食品開發情況及其獲得扶持政策情況。此次調研區域分布在江西省的6個地區共20個縣市，分別為南昌、九江、贛州、宜春、撫州、上饒，從樣本的地域分布來看，樣本具有較好的代表性。此次調研發放120份問卷，剔除缺失關鍵數據的無效問卷，共收回98份有效問卷，問卷有效率81.67%。

（二）樣本描述

從表1可以看出：本次調研樣本中省級以上農業龍頭企業有13家，占比13.3%，縣市級農業龍頭企業占86.7%；近5年開發綠色食品數量1-2個的農業龍頭企業共28家，占28.6%，3-6個綠色食品的占50%，而超過6個綠色食品的占21.4%；近5年綠色產品年平均銷售收入0-500萬元的農業龍頭企業76個，占比77.6%，而年平均銷售收入超過500萬元只有22家，占比22.4%；此外，近5年農產品年平均銷售收入0-500萬元的農業龍頭企業34個，占比34.7%，銷售收入在500-1000萬元之間的企業共45家，占比45.9%，銷售收入在1000萬元以上的企業共18家，占比18.4%；企業年平均利潤超500萬元的占33.7%，100-500萬占54.1%，少于100萬的占12.2%；農業龍頭企業綠色產品數量增長率超10%的占30%，小于等于10%的占70%；農業龍頭企業綠色產品銷售收入增長率超10%的占24.5%，小于等于10%的占75.5%；農業龍頭企業綠色產品數量占農產品種類比率超10%的占37.8%，小于等于10%的占62.2%；農業龍頭企業綠色產品銷售收入占總農業收入比率超10%的占31.6%，小于等于10%的占68.4%。

研究思路與變量處理

本研究主要從兩個層面展開研究：首先，實證分析扶持政策投入量與農業龍頭企業綠色食品開發強度的關系。在此基礎上，進一步揭示農業龍頭企業綠色食品開發行為動機。

（一）扶持政策與農業龍頭企業綠色食品開發強度的關系

1.基本模型。我國綠色食品產業扶持政策主要指各級政府部門，如綠色食品發展中心、農業產業化辦公室、發改委、科技等多個部門提供的資源支持，具體包括稅收減免、貸款減息、綠色產品認證補貼、基地建設補貼、項目支持、物流支持、培訓支持等多種形式。其中，綠色品牌補貼量、生產基地建設補貼量、貸款貼息金額、稅收減免金額四項是主要的支持政策，因此本研究以這4項政策支持金額作為自變量。因變量為綠色食品開發強度。綠色食品開發強度是指綠色食品農業龍頭企業開發綠色食品的程度和速度。綠色食品開發程度是指綠色食品標志數量占其總農產品數量比率（Y1），綠色食品銷售收入與農業總銷售規模的比例（Y2）；綠色食品開發速度是指綠色產品標志數量增長率（Y3）和綠色產品銷售收入增長率（Y4）。顯然，綠色食品開發強度（Y）是一個綜合指標，需要進行綜合測度和評價。因此本研究采用模型如下：

Y=ax1+bx2+cx3+dx4+ε （1）

式（1）反映了農業龍頭企業綠色產品開發：x1為綠色品牌補貼量；x2為生態基地建設補貼量；x3為貸款貼息額；x4為稅收減免量；ε為隨機干擾項，a、b、c、d為變量系數。本文從自變量的系數，判斷各扶持政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度的影響方向和程度，以及判斷總扶持政策對綠色食品開發強度的綜合影響效果。

2.變量處理。政策支持變量將按5年4項政策實際投入量總量進行處理；綠色產品標志數量指企業獲得農業部認證的綠色產品標志的個數；綠色食品標志數量占其總農產品數量比率（Y1）是指5年來平均比率；綠色食品銷售收入與農業總銷售規模的比例（Y2）是指5年來平均比率；綠色產品標志數量增長率（Y3）可用5年內新增的綠色產品標志除以基期綠色產品標志；綠色食品銷售收入增長率（Y4）是指5年內企業綠色產品銷售增長額除于基期綠色產品銷售額。

本研究采用熵權方法來測算農業龍頭企業綠色食品開發強度4個具體指標的權重。熵理論最早是由申農引入信息論，目前已經在工程技術、社會經濟等領域得到了非常廣泛的應用（劉剛，2010）。熵權法的基本思路是根據指標變異性的大小來確定客觀權重（張方，2011）。熵權方法的優點是可以客觀測定權重，排除主觀因素的影響。一般來說，若某個指標的信息熵Ej越小，表明指標值的變異程度越大，提供的信息量越多，在綜合評價中所能起到的作用也越大，其權重也就越大。相反，某個指標的信息熵Ej越大，表明指標值的變異程度越小，提供的信息量也越少，在綜合評價中所起到的作用也越小，其權重也就越小。利用熵權法進行評價的基本步驟如下：

第一，數據標準化。將各指標數據進行標準化處理。

第二，求各指標信息熵。根據信息論中信息熵的定義，一組數據的信息熵，其中，如果pij=0，則定義。

第三，求各指標權重。根據信息熵的計算公式，計算出各個指標的信息熵為 E1，E2，…，Ek。通過信息熵計算各指標的權重：

第四，綜合評價。利用熵權法求出的指標權重值乘以指標數據加總得到綜合評價值。

（二）農業龍頭企業綠色食品開發行為動機實證研究

劉呈慶（2010）指出農業龍頭綠色食品開發戰略呈現“局部化”現象。進一步指出農業龍頭企業存在“漂綠行為”。張明林（2011）指出，所謂“漂綠行為”就是指農業龍頭企業通過申報綠色食品標志產品，使企業成為綠色食品企業，再通過綠色化宣傳提升企業和品牌形象，達到提高農產品總銷售收入的目的。由于綠色開發成本高于普通農產品開發成本，所以農業龍頭企業一旦申報綠色食品標志，出于節約成本目的，會降低綠色食品開發強度。根據上述邏輯，本文推斷：農業龍頭企業綠色食品開發強度與其綠色食品銷售收入正相關，與農業龍頭企業總利潤關系負相關，與農業龍頭企業總收入無關。

該部分研究采用線性模型如下：

Z=a+bY+ε （2）

式（2）反映了農業龍頭企業綠色產品開發強度：Z為被解釋變量，可分別為Z1綠色食品銷售收入，Z2農業龍頭企業總收入，Z3農業龍頭企業總利潤。ε為隨機干擾項，a為常數項，b自變量系數。

綠色產品開發強度變量Y測度同上。Z1綠色食品銷售收入為5年平均值、Z2農業龍頭企業總收入為5年平均值，Z3農業龍頭企業總利潤均為5年平均值。

實證分析

（一）扶持政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度影響效果分析

本文利用SPSS19.0 軟件對98個樣本的數據運用回歸方法擬合多元線性模型，結果如表2所示。

從表2中的模型1可見：其F值為37.3，R2為0.67，模型整體通過檢驗。綠色食品標志數量占其總農產品數量比率（Y1）與綠色品牌補貼量x1正相關。這說明綠色品牌補貼政策有利于促進農業龍頭企業進行綠色產品開發；綠色食品標志數量占其總農產品數量比率（Y1）與綠色基地補貼量x2正相關，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農業龍頭企業進行綠色產品開發；而綠色食品標志數量占其總農產品數量比率（Y1）與貼息貸款量x3出現負相關。這說明貼息貸款不僅沒有對農業龍頭企業綠色食品開發產生積極作用，而且具有反作用?？赡艿慕忉屖沁@項政策不是專門針對綠色食品企業政策，也就是說該政策適合所有農業龍頭企業。在政策設計時并沒有將貼息貸款的額度與農業龍頭企業綠色食品規模和范圍聯系起來。農業龍頭企業獲取的貼息貸款更多挪用于非綠色食品業務經營。此外，綠色食品標志數量占其總農產品數量比率（Y1）與稅收減免x4無顯著性相關。這說明稅收減免政策不利于促進農業龍頭企業進行綠色食品開發。

從模型2可以看出：其F值為22.9，R2為0.51，模型整體通過檢驗。綠色食品銷售收入與農業總銷售規模的比例（Y2）與綠色品牌補貼量x1之間關系不顯著。這說明，綠色品牌補貼政策并未促進農業龍頭企業進行綠色化擴張；綠色食品銷售收入與農業總銷售規模的比例（Y2）與綠色基地補貼量x2正相關，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農業龍頭企業綠色化擴張；綠色食品銷售收入與農業總銷售規模的比例（Y2）與貼息貸款量x3出現負相關。這說明貼息貸款不僅沒有對農業龍頭企業綠色化擴張產生積極作用，而且具有反作用；此外，綠色食品銷售收入與農業總銷售規模的比例（Y2）與稅收減免x4無顯著性相關，這說明稅收減免政策對農業龍頭企業綠色化擴張的影響效果不明顯。

從模型3可以看出：其F值為18.2，R2為0.43，模型整體通過檢驗。綠色產品標志數量增長率（Y3）與綠色品牌補貼量x1之間關系顯著。這說明，綠色品牌補貼政策對農業龍頭企業申請綠色食品標志產品有積極作用；綠色產品標志數量增長率（Y3）與綠色基地補貼量x2正相關，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農業龍頭企業申請綠色食品標志產品；綠色產品標志數量增長率（Y3）與貼息貸款量x3相關性不明顯。這說明貼息貸款沒有對農業龍頭企業申請綠色食品標志產品有積極作用；此外，綠色產品標志數量增長率（Y3）與稅收減免x4無顯著性相關，這說明稅收減免政策效果不佳。

從模型4可以看出：其F值為25.4，R2為0.55，模型整體通過檢驗。綠色食品銷售收入增長率（Y4）與綠色品牌補貼量x1之間關系顯著，這說明綠色品牌補貼政策對促進農業龍頭企業綠色業務收入提高作用效果明顯；綠色食品銷售收入增長率（Y4）與綠色基地補貼量x2正相關，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農業龍頭企業綠色業務收入提高；綠色食品銷售收入增長率（Y4）與貼息貸款量x3出現負相關。這說明貼息貸款不僅沒有對農業龍頭企業綠色業務收入提高產生積極作用，而且具有反作用；此外，綠色食品銷售收入增長率（Y4）與稅收減免x4無顯著性相關，這說明稅收減免政策對農業龍頭企業綠色業務收入提高效果不明顯。

從模型5可以看出，其F值為28.9，R2為0.63，模型整體通過檢驗。綠色食品開發強度（Y）與綠色品牌補貼量x1之間關系顯著。這說明，綠色品牌補貼政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度影響明顯；綠色食品開發強度（Y）與綠色基地補貼量x2正相關，這說明綠色基地補貼政策有利于提升農業龍頭企業綠色食品開發強度；綠色食品開發強度（Y）與貼息貸款量x3出現負相關。這說明貼息貸款不僅沒有對農業龍頭企業綠色食品開發強度提升產生積極作用，而且具有反作用；此外，綠色食品開發強度（Y）與稅收減免x4無顯著性相關，這說明稅收減免政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度提升效果不明顯。

（二）農業龍頭企業綠色食品開發動機實證分析

利用SPSS19.0 軟件對98個樣本的數據運用回歸方法擬合多元線形模型，結果見表3。

從模型6來看，其F值為33.7，R2為0.72，模型整體通過檢驗。綠色食品銷售收入Z1與綠色食品開發強度Y正相關。這說明，促進農業龍頭企業進行綠色產品開發有利于其綠色業務收入提高。

從模型7來看，其F值為2.7，R2為0.13，模型整體未通過檢驗。綠色食品開發強度Y與農業龍頭企業總收入Z2相關性不明顯。這說明農業龍頭企業綠色開發程度越高，企業總收入并未表現出顯著性增加。由此可以推斷，雖然隨著農業龍頭企業綠色食品開發強度提高，綠色業務收入增多。但這部分收入增加不足以提升整個企業銷售收入。

從模型8來看，其F值為24.5，R2為0.59，模型整體通過檢驗。農業龍頭企業綠色開發強度Y與農業龍頭企業總利潤Z3顯著負相關，這說明農業龍頭企業綠色開發強度越高，導致其利潤越低。反之，農業龍頭企業綠色開發強度越低，其利潤越高。由此可以證實前面推測，由于開發綠色食品的成本高于普通農產品，出于降低成本和提高利潤的目的，許多綠色食品農業龍頭企業并不愿意提升綠色食品開發強度。農產品市場存在高度信息不對稱，一旦某一企業成功獲得少數綠色食品認證標志，就會對社會和公眾宣稱其為綠色食品企業，消費者可能認為其生產的所有產品為綠色食品，這樣就“漂綠”了企業及其品牌，從而增進了總銷售收入，提高了企業的綜合利潤。

相關結論及討論

（一）扶持政策對農業龍頭企業綠色食品開發的影響效果及討論

根據前面計量分析結果可以看出，我國綠色食品產業扶持政策的具體效果存在較大差異。具體來說：

1.綠色品牌補貼政策在一定程度上促進了農業龍頭企業進行綠色食品開發。在模型1、模型3和模型4中，該項政策效應非常明顯。綠色品牌補貼有利于促進綠色品牌標志數量增加，進而促進其在企業農產品家族中比例和份量，并提高綠色產品銷售收入。但在模型2中，綠色品牌補貼政策對綠色食品收入占其總農業收入比重影響不甚明顯。合理的解釋是，雖然農業龍頭企業綠色產品標志數量和綠色產品銷售收入增加了，但其農產品總銷售收入也可能增加，這導致綠色品牌政策與對綠色食品收入占其總農業收入比重影響不甚明顯。模型5說明，綠色品牌政策對農業龍頭企業綠色產品強度增加有顯著性影響。

2.生態基地補貼政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度影響效果顯著。在模型1、模型2、模型3、模型4中，生態基地補貼因子對因變量影響顯著，且正相關。因此，生態基地補貼政策不僅有利于促進綠色品牌標志數量增加，提升其在農產品家族中比例和份量。同時該政策因子增加了綠色產品銷售收入，甚至提高綠色產品銷售收入占其總農業收入比重。模型5的結果說明，生態基地補貼政策對農業龍頭企業綠色產品強度增加有顯著性影響。

3.貸款貼息政策對于促進農業龍頭企業綠色食品開發效果不明顯。在模型3和模型4中，貸款貼息政策影響因子對因變量影響不顯著。這說明，貼息貸款政策并沒有促進農業龍頭企業積極申報綠色產品標志，也未能達到提升其綠色產品銷售收入目的。在模型1和模型2中，貼息貸款因子與因變量呈負相關。這說明，貼息貸款政策可能促進農業龍頭企業進行其它普通農產品開發，從而導致綠色產品標志數量占總產品數比例及綠色產品銷售收入占總銷售收入比例下降。模型5的結果說明，貸款貼息政策對農業龍頭企業綠色產品強度產生負面影響。

4.稅收減免政策對農業龍頭企業綠色食品開發強度影響效果不明顯。在模型1、模型2、模型3、模型4和模型5中，稅收政策因子對各因變量影響均不相關。這說明該項政策不能有效促進農業龍頭企業進行綠色食品開發。

綜上，綠色品牌補貼和生態基地補貼政策作為專門性綠色產品扶持政策有利于促進農業龍頭企業進行開發，提升其綠色化程度和速度。但貸款貼息政策和稅收減免是針對所有農業龍頭企業實用性支持政策，不僅不能提高其綠色化強度，還可能通過轉化資金使用用途進行普通農產品開發。因此，我國在綠色產業扶持政策體系中，要進一步強化專門性綠色扶持政策力度，尤其要加強對綠色品牌補貼和生態基地政策的扶持力度。同時，要對貸款貼息政策和稅收減免政策扶持方式進行重新設計。本研究建議，要將綠色化程度和速度指標納入到后兩項扶持政策考核體系中。

（二）農業龍頭企業綠色食品開發動機結論及討論

模型6、模型7計量結果表明，農業龍頭企業綠色化強度提高的確有利于提升其綠色產品銷售收入，但不一定能提高其綠色產品銷售收入占總農業收入的比重。由于農業龍頭企業開發綠色產品成本明顯高于其開發普通農產品成本，出于追求利潤最大化的目的，農業龍頭企業一旦申報了少量的綠色產品標志，變為“綠色食品農業龍頭企業”后，可能會降低申報綠色標志的頻率和范圍。模型8的結果表明，農業龍頭企業綠色化開發強度高，其利潤越低。這有力證明農業龍頭企業普遍存在“漂綠”行為。

農業龍頭企業的“漂綠”行為導致許多農業龍頭企業初次申報綠色食品標志熱情很高，但其綠色產品開發強度不高。從微觀主體來看，許多農業龍頭企業經營戰略呈現出“局部綠色化”特征。從產業組織視角來看，整個綠色產業出現“小規模、大范圍”，市場集中度偏低的現象。因此，要優化我國綠色食品產業組織結構，就需要抑制農業龍頭企業“漂綠”行為。本研究建議，政府一方面要加強對綠色食品產業規制，提高準入標準。另一方面，要對農業龍頭企業綠色產品標志規模和范圍信息進行專門管理，并向消費者及時公布。對于農業龍頭企業對消費者進行誤導性和擴大化“綠色”宣傳行為進行嚴厲處理。

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